一、引言及文献综述

2014年二季度起，中国月度新增境外热钱规模一直呈现负值，2015年全年，跨境资本净流出6368.7亿美元[1]，其中2015年三季度累计流出约3324亿美元，到2015年12月末，单月热钱流出规模高达1814.63亿美元*月度新增热钱规模=月度新增外汇占款-月度进出口差额-月度FDI。 。汇率也在同一时期表现出贬值趋势，1美元折合人民币(期末数)在2015年7月为6.12:1，到8月贬值为6.39:1，一个月内贬值4.4%。从2015年7月到2016年1月，人民币汇率累计贬值7.1%，跨境资本流动与人民币汇率呈现出同期相关性。短期资本大规模单向流动影响一国宏观经济及汇率稳定，进而不利于人民币国际化建设。2016年10月1日，人民币作为第五种货币加入SDR货币篮子，境外投资者配置人民币计价资产的需求随人民币国际化进一步增加，进而引起资本跨国流动规模增大和汇率波动。通常情况下，境外投资者增加持有人民币计价资产将使人民币需求大于供给，引起汇率升值，吸引短期资本流入，对2015年以来的汇率贬值及短期资本流出压力起到部分抵消作用。同时，汇率市场化建设有利于促进人民币国际化进程及减弱短期资本流动风险。本文对短期资本流动、人民币国际化、汇率与汇率预期之间的关系进行实证研究，以便深入了解其相互作用规律。

短期资本流动由于具有高盈利、高风险、易逆转等特点容易对一国经济与金融稳定造成冲击，因此引起国内外学者的广泛关注。其中，对引起短期资本流动的因素和其产生的后果方面研究较多，短期资本流动和汇率之间存在双向作用关系在国内外学者之间已达成一致共识。张明和肖立晟等人(2014)[2]用面板VAR研究市场平静期与动荡期的新兴经济体和发达经济体，认为汇率变动率和经济增长率在市场平静期是导致新兴经济体短期资本流动的主要驱动因素。Combes(2012)[3]使用面板协整检验，得出国际资本流动是实际有效汇率升值的促进因素。Lipschitz,Lane(2002)[4]等人针对中东欧转型经济国家数据，得出汇率升值预期吸引资本流入，同时，资本流入又进一步导致汇率水平上升。短期资本流动和人民币国际化关系方面，祝国平(2016)[5]等人通过对我国短期资本流动和一系列货币国际化条件指标进行OLS检验以及对其他国家相同变量的面板FGLS检验，得出货币的持续国际化使短期跨境资本流动规模扩大的结论。Ito(2011)[6]担心随着人民币国际化推进，离岸人民币成为投机基金进行投机攻击的工具，对央行货币管理与防范资本流动风险提出挑战。关于人民币国际化与汇率的研究，Bashar(2012)[7]分析认为，当预期人民币计价资产的价格将要下跌时，非居民抛售其持有的资产所引起的人民币贬值，构成人民币国际化进程中的主要成本。短期资本流动、人民币国际化与汇率变动三者关系方面，何平，钟红(2014)[8]指出，市场化程度不同是导致在岸与离岸市场的人民币价格不同的主要原因，并因此产生无风险套利套汇的投机活动，人民币升值预期和汇差套利的恶性循环强化不利于持续稳步推进人民币国际化，通过银行代客涉外收付款项目和人民币在岸、离岸市场上存在的价格差两个方面可以解释存在的短期投机活动。

既有研究已取得丰硕成果，但存在以下不足：第一，研究视角上，目前仍主要以短期资本流动的规模测算及其与利率、汇率、资本市场和宏观经济变量波动的关系为研究出发点，缺乏在新的经济环境背景下，对短期资本流动、人民币国际化和汇率、汇率预期互动关系的梳理与实证检验。第二，方法上，以往使用格兰杰因果关系检验、协整检验以及向量自回归模型，不能反映变量之间当期相关关系，并且简化式VAR的脉冲响应函数依赖于变量次序，结果并不唯一。本文在现有文献研究基础上，使用SVAR模型，从实证方面梳理和解释短期资本流动、人民币国际化与汇率、汇率预期之间的互动关系与作用强弱。考虑“8.11”汇改因素，补充以往线性模型对变量当期相关关系的检验遗漏，对脉冲响应图形所反映的变量关系结合现有经济背景进行详细解释，得出一般、综合性结论。

二、短期资本流动、人民币国际化与汇率互动关系实证研究

(一)SVAR模型建立及变量选取

1.SVAR模型建立

为了检验短期资本流动、人民币国际化与汇率、汇率预期的互动关系，我们采用包含4个内生变量的p阶结构向量自回归(SVAR)模型进行检验。

作业布置要严格控制总量。作业量太大容易使学生丧失对作业应有的良好情绪，造成兴趣衰退，甚至产生厌学心理；作业量过少，学生浅学辄止，也难以达到巩固掌握知识的目的。

首先从p阶简化式VAR出发：

⑳㉑㉒㉓ 裴 大 中、倪 咸 生 修，秦 缃 业 等 纂: 《光 绪 无 锡 金 匮 县志》，《中国地方志集成·江苏府县志辑》第24册，第20、20、20、27～31页。

yt=Γ1yt-1+…+Γpyt-p+ut t=1,2,…,T

(1)

在(1)式中，yt为4×1向量，ut为简化式扰动项，且允许存在同期相关。现在将(1)式两边同时左乘某非退化矩阵A，得到：

Ayt=AΓ1yt-1+…+AΓpyt-p+Aut t=1,2,…,T

移项得:

A(I-Γ1L-…-ΓpLp)yt=Aut t=1,2,…,T

(2)

其次，分析短期资本流动冲击对汇率预期波动性和人民币国际化推进的正交脉冲响应函数，如图3和图4所示。图3中，短期资本加速流入对汇率预期的冲击初期达到-0.0004的水平，第2期达到最大负响应值-0.0009。虽然脉冲结果不显著，但是冲击效应直到第8个月仍保持在-0.0006的水平。短期资本加速流入引起汇率预期贬值，这可能是由于短期资本具有短时套利和避险特性，当预期配置国内资产风险下降或收益提高时，迅速流入国内市场，并进一步推高国内资产价格和汇率，当资产价格和汇率升到一定高度，投资者对未来汇率进一步升值信心减弱，汇率预期贬值，但是负向影响相对较小且不显著。

A(I-Γ1L-…-ΓpLp)yt=Aut=Bεt t=1,2,…,T

(3)

本文以成都市龙泉驿区幼儿园幼儿体育活动开展现状为研究对象。调查对象为玺印幼儿园、龙府幼儿园、小燕子幼儿园、皇冠幼儿园、博瀚幼儿园等5所幼儿园的园长和教师。

从图3和图4的结果对比来看，短期资本流动增长率对汇率预期和人民币国际化均产生不利影响，相较于汇率预期，对人民币国际化的不利影响程度更大，但是对两者的影响结果均不显著。综合图1、2、4的分析，汇率增长率，汇率预期和短期资本流动增长率三者中，汇率快速升值、汇率升值预期对人民币国际化具有正向推动作用，而短期资本加速流入引起人民币国际化增长率变量波动，阻碍平稳推进人民币国际化；汇率相较于汇率预期和短期资本来说，对人民币国际化的影响程度更大，结果也更显著。

假设εt服从4维正态分布，即εt ～N(0,I4)，进行带约束条件的最大似然估计。本文根据乔利斯基分解的思路，设矩阵A是主对角线元素为1的下三角矩阵，矩阵B为对角矩阵。并从经济理论和对含有4个内生变量的简化式VAR的24组变换变量顺序的估计结果对比出发，对结构模型设置6个约束条件：由于短期资本在国际流动需要通过一定的媒介，并不能迅速完成资产转换，存在一定时滞，因此设当期人民币国际化、汇率和汇率预期对当期的短期资本流动无影响(a12=a13=a14=0)；由于用境外人民币资产配置衡量人民币国际化程度时存在资产配置时滞，因此设当期汇率和汇率预期对当期的人民币国际化无影响(a23=a24=0)；最后，设当期的汇率预期不影响当期的汇率(a34=0)。

 

首先，分析汇率增长率和汇率预期升值对人民币国际化的正交脉冲响应函数，如图1和图2所示。图1中，汇率增长率上升对人民币国际化增长率的正向冲击效应在第1期就上升到最大值0.0176，之后逐渐下降，到第8期基本稳定在0.0042的水平，影响具有持久性。可以看出，因为汇率升值速度加快有利于提高境外投资者信心与投机动机，进而增加对人民币计价资产的配置量，促进人民币国际化，95%的置信区间不包含0显示汇率增长率冲击对人民币国际化增长率的正向影响显著。相较于汇率冲击，人民币国际化对汇率预期正交脉冲的响应值更弱，但正向冲击效应同样显著，且具有长期持久性。如图2所示，从第2期之后脉冲响应值均显著，正向冲击效应在第6期达到最大值0.0071，之后略有下降，但直到第8期仍稳定在0.0068的水平。因此，汇率预期升值能够提高境外投资者持有人民币计价资产信心并相应提高资产配置量，加速人民币国际化，汇率预期对人民币国际化增长率短期影响不显著，但是长期具有显著正向促进作用。

另一方面，随着国家综合国力的不断提升，人民的生活条件也有了很大的改善，人们开始更加注重生活质量，对身体健康的重视程度也在不断增强，越来越多的人开始坚持锻炼身体和进行户外活动。根据2017年国家卫计委发布的统计公告显示，中国居民主要健康指标总体上已经优于中高收入国家的平均水平。

我说：“其实这也意味着你前期就已经做好了很多。”“也许是这样，顶尖的定义很难说，但是至少从其他行业来看，可能拿到MS在葡萄酒行业是比较顶尖的。当你在某一个行业比较顶尖的时候，你有更多的机会去认识其他行业顶尖的人。至少是那个行业的人认可的，这对我来说是很有意义的事情。因为抛开葡萄酒不说，这让你的眼界更宽广一点，让你想东西会更多一点，层次感会更强一点。这可能是拿到MS比较重要的一个变化。其实生活和工作没有什么变化，忙会更忙。但工作还是那些工作，还是我非常重要的一部分。”

1.3 疗效判断标准 ⑴治愈：鼻内窥镜下造瘘口上皮化良好、泪道冲洗通畅、无溢泪、分泌物溢出。好转：鼻内窥镜下可见造瘘口上皮化但较小，泪道冲洗通畅，有少许冲洗液返流，伴少许溢泪。无效：鼻内窥镜下造瘘口未见上皮化，泪道冲洗不通畅，出现溢泪、溢脓等。治愈和好转均视为有效。

RS码一般用数学符号表示为(n,k)RS码，其中n表示码长，k表示信息分组长度.在RS码作为纠错编码的应用中，均取q=2m，且3≤m≤8.对GF(2m)上纠t个错误的RS码，其存在以下特点：

其中L表示半采样延期近似度。如果K是小波消失矩的阶数，并且L是控制半采样延期近似值的参数，则有以下的设计方程，即想要揭示最小长度的滤波器h和：

 

表1 变量说明

  

变量名经济指标变量计算及取得变量来源h汇率1人民币折合美元的期末数中国人民银行官网NDF汇率预期人民币兑美元1年期NDF数据与汇率的相对差异Wind资讯rq短期资本流动月度新增境外热钱=月度新增外汇占款-进出口差额-月度新增FDI中国人民银行官网、国家统计局RMB人民币国际化香港人民币活期及储蓄存款加定期香港金融管理局《金融数据月报》W1W2外生变量反应2015年“8．11”汇改因素对汇率波动的影响自2015年9月起取值为1，以前各期取值为0反应2009年7月央行公布跨境贸易人民币结算试点实施办法对人民币国际化进程的影响2010年7月及以后取值为1，以前各期取值为0

(二)模型检验与估计

1.各变量单位根检验

由于结构向量自回归模型要求各内生变量满足平稳性，因此在对模型估计之前，对各内生变量进行ADF单位根检验。检验结果见表2，原始数据只有汇率预期通过了ADF单位根检验，人民币国际化程度、短期资本流动和汇率均不能通过ADF单位根检验，因此是非平稳序列。对数据作如下处理：汇率、人民币国际化程度先取对数,再一阶差分得G_h、G_RMB，短期资本流动求环比增长率得G_rq。G_RMB、G_rq、G_h分别在5%、1%和10%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，为平稳序列。在此基础上进行Johansen协整检验，结果显示拒绝协整秩为0的原假设，变量之间存在长期均衡关系，因此，将NDF，G_RMB,G_rq和G_h作为内生变量代入SVAR模型。

 

表2 各内生变量单位根检验

  

变量检验类型(t，c，p)ADF值结论变量检验类型(t，c，p)ADF值结论RMB(0，0，6)-2．219非平稳G＿RMB(0，0，4)-3．877∗∗平稳rq(t，0，4)-2．912非平稳G＿rq(0，0，1)-11．456∗∗∗平稳h(0，0，6)0．192非平稳G＿h(t，c，5)-3．409∗平稳NDF(t，c，7)-3．594∗∗平稳

注：t表示带趋势项，c表示带常数项，p表示滞后期数。*、**、***分别表示在10%，5%和1%的显著性水平下显著。下表同。

2.最优滞后阶数确定与变量当期相关系数估计

1994年至2005年上半年我国实行的是固定汇率制度，自2005年7月开始，我国实行了人民币参考一篮子货币汇率制度，汇率波动性增强，因此文章选取2005年7月到2016年10月的月度数据，总计136个样本期，构建SVAR模型。变量说明如表1所示：其中短期资本流动(rq)的计算借鉴了张明(2011)[9]的间接测算法和刘莉亚(2008)[10]对短期国际资本流动规模计算的改进；鉴于香港离岸金融市场的发展成熟度以及数据可得性，使用香港人民币活期及储蓄存款和定期代表境外人民币资产配置量[11]并反映人民币国际化程度。

从模型的样本容量和信息准则对真实滞后阶数的估计一致性出发，模型最优滞后阶数依据HQIC和SBIC准则确定为一阶。SVAR模型所有特征值均落在单位圆内部，说明此SVAR系统是平稳过程。对SVAR模型进行极大似然估计，得到变量当期相关系数矩阵，结果如表3所示：其中只有a42和a43的估计结果显著。说明当期人民币国际化增长率增加1%，同期的汇率预期升值0.08%；当期汇率增长率增加1%，同期汇率预期升值0.31%。

 

表3 变量当期相关系数估计结果

  

当期相关系数估计值当期相关系数估计值a210．00049a320．00841a31-3．46×10-6a420．07941∗∗∗a41-0．00011a430．30661∗∗∗

3.脉冲响应分析

为了进一步研究四个变量之间的互动关系，下面考察SVAR模型的脉冲响应函数，本文设置受冲击变量的滞后期数为8个月，如图1到图6所示。

2.变量选取及数据来源

综合图1和图2，汇率加速升值、汇率升值预期都能显著提高人民币国际化进程推进速度，且汇率增长率相比于汇率预期因素对人民币国际化的正向冲击作用更大，短期影响也更显著。

黄色素的主要成分是类胡萝卜素。类胡萝卜素是生物体内通过类异戊二烯途径合成而呈黄色、橙红色和红色的一大类萜类色素物质[1-2]。类胡萝卜素又可分为胡萝卜素和叶黄素两大类，胡萝卜素是不含氧的类胡萝卜素的总称，叶黄素则是含氧类胡萝卜素的总称。面粉中的类胡萝卜素，特别是叶黄素和黄酮类物质是面粉黄度形成的主要原因[3]。

  

图1 汇率对人民币国际化的正交脉冲响应

  

图2 汇率预期对人民币国际化的正交脉冲响应

假设Aut =Bεt，B为4×4矩阵，则结构扰动项εt的协方差矩阵被标准化为单位矩阵。通过(2)式可以得到结构向量自回归(SVAR)的“AB模型”(Amisano and Giannini,1997)如(3)所示。

如图4，短期资本加速流入对人民币国际化的冲击初期达到0.0026的水平，之后由正向响应转为负向响应，在第2期达到负向响应最大值-0.0017，正负响应值接近，直到第7、8期仍稳定在-0.0011的水平。因此，短期资本加速流入在开始会提升人民币国际化程度，但是在长期会阻碍人民币国际化进程，从总体来看，短期资本流入冲击人民币国际化程度的稳步推进。原因可能是人民币国际化进程的推进需要人民币币值在合理均衡水平上保持基本稳定，但是短期国际资本的易变、套利性会对国内经济环境及汇率、汇率预期产生冲击，从而阻碍人民币国际化进程。

用RMB代表人民币国际化程度，rq代表短期资本流动，h代表汇率，NDF代表汇率预期，则:

最后，分析人民币国际化提升对汇率预期变化和短期资本流动的正交脉冲响应函数，如图5和图6。图5中，汇率预期的响应值开始处于0.0035的水平，之后逐渐下降，直到第8期仍稳定在0.0022的水平，前5期人民币国际化增长率具有显著正向冲击作用。综合图2，可以得出加速推进人民币国际化引起汇率预期升值，同时汇率预期升值又进一步促进人民币国际化程度提高，二者之间存在相互强化作用。原因可能是加快推进人民币国际化使境外机构投资者增加人民币计价资产配置量，在离岸金融市场进行换汇，人民币需求大于供给，使得人民币预期升值，同时汇率预期升值又提高了境外投资者投资人民币计价资产的信心，从而促进人民币国际化。

  

图3 短期资本流动对汇率预期的正交脉冲响应

  

图4 短期资本流动对人民币国际化的正交脉冲响应

图6中，加速人民币国际化引起短期资本快速流出，第1期达到负向最大值-0.1818，之后效应减弱，到第8期仍维持在-0.0011的水平，但是该冲击效应不显著。人民币作为结算货币参与到全球贸易中，面对更加多样化的产品与服务，对国内产品与服务的部分需求转向国外，成为短期资本流出的原因，同时伴随资本账户开放，考虑短期资本的短时套利特性，选择收益更大或风险更低的国外资产进行投资也构成了短期资本加速流出的原因。综合图4，一方面，加速人民币国际化会引起短期资本流出，短期资本流动对国内市场的冲击反而不利于人民币国际化的稳步推进，即过快推进人民币国际化进程，会通过其所引起短期资本波动效应抵消人民币国际化成果；另一方面，短期资本的加速流入冲击人民币国际化进程，人民币国际化的加速或逆转又反过来促进短期资本双向流动，即渐进曲折推进人民币国际化会使短期资本由单向冲击转向双向波动。

  

图5 人民币国际化对汇率预期的正交脉冲响应

  

图6 人民币国际化对短期资本流动的正交脉冲响应

从图5和图6对比分析来看，加快推进人民币国际化引起汇率预期升值，但同时也导致短期资本加速流出，相对于汇率预期，人民币国际化对短期资本的影响程度更大，但是从脉冲结果看，对汇率预期的影响更显著。由于使用2005年汇改以来的数据，过去很长一段时期人民币汇率基本保持升值趋势，并经历了因为低估导致单边预期升值引起汇率超调的过程，从图3可以看出，短期资本流入引起汇率预期贬值，说明汇率已经超调或高估。经验分析，汇率低估时，汇率预期升值会引起短期资本流入，但是考虑单边预期升值导致汇率超调以及短期资本套汇特性，汇率的继续升值反而引起短期资本获取套汇收益后流出。从图1和图6的脉冲结果看，在汇率由低估转向超调(高估)的背景下，汇率升值过快最终加速短期资本流出。

4.方差分解

表4显示SVAR模型的预测误差方差分解结果。四个变量受自身影响的占比均逐渐减少，在第15个月的预测中，汇率预期受其他因素的影响最多，其中人民币国际化的影响占16.58%，汇率的影响占17.20%；人民币国际化受其他因素影响程度相对较少，其中汇率和汇率预期的影响分别占比15.93%、10.49%；汇率受其他因素的影响占比12.69%，其中汇率预期占比最大，达到8.32%；短期资本流动不管是在短期还是中长期，几乎不受其他三个变量的影响。

 

表4 预测误差方差分解结果

  

stepAB(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)0123456789101112131415000．016730．016460．016440．016380．016340．016300．016270．016240．016210．016190．016170．016150．016140．0161200．004280．008300．011900．014690．016960．018840．020440．021810．022990．024030．024940．025740．026450．027070．0276300．995710．961300．948120．936340．926190．917350．909620．902830．896860．891590．886940．882820．879170．875930．87305000．013650．023500．032520．040450．047450．053630．059080．063900．068150．071920．075260．078220．080840．0831800．002350．004550．007230．008420．009130．009600．009930．010170．010350．010500．010610．010710．010790．010850．0109100．196390．181050．175650．172740．170910．169650．168730．168030．167490．167060．166710．166430．166190．165990．1658200．045140．122850．142450．152320．158030．161740．164330．166240．167680．168820．169730．170460．171070．171580．1720100．756100．691530．674650．666500．661910．658990．656990．655550．654450．653610．652930．652380．651930．651560．65124stepCD(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)012345678910111213141500．003700．002750．003180．003430．003680．003910．004110．004280．004430．004560．004670．004770．004860．004930．0050000．996290．890890．860980．839860．822550．807440．794070．782250．771820．762630．754540．747420．741160．735640．73076000．105450．129190．141200．147690．151540．153940．155510．156590．157370．157950．158410．158770．159080．15934000．000890．006640．015500．026060．037100．047870．057950．067150．075440．082830．089390．095200．100350．10489010．994140．993570．993320．993220．993180．993160．993150．993140．993130．993130．993120．993120．993110．99311000．001150．001570．001730．001790．001800．001800．001800．001810．001810．001810．001810．001810．001810．00181000．004180．004200．004230．004240．004240．004240．004240．004240．004240．004240．004240．004240．004240．00424000．000530．000650．000720．000760．000780．000800．000810．000810．000820．000820．000830．000830．000840．00084

注：(1)、(2)、(3)、(4)列冲击变量分别为短期资本流动、人民币国际化、汇率、汇率预期，A、B、C、D列响应变量分别为汇率、汇率预期、人民币国际化和短期资本流动。

5.模型稳健性检验

乔利斯基约束使得SVAR模型的估计结果依赖于变量次序，需要对所选择的特定变量次序进行敏感度分析。将yt向量重新设定为(h,rq,RMB,NDF)T,并代入处理后的平稳变量，模型滞后阶数根据HQIC和SBIC准则仍选择滞后1阶，正交脉冲响应函数如图7所示。由于各变量之间的正负作用关系与作用时间长短无显著性变化，因此可以得出SVAR模型结果相对稳健的结论。

  

图7 变换变量次序的正交脉冲响应图

(三)实证分析小结

通过以上SVAR模型的实证检验，得出以下结论：

1.当期相关系数估计结果：当期人民币国际化进程加快与汇率快速升值能够引发当期汇率升值预期。

2.脉冲响应函数结果：汇率快速升值、汇率升值预期对人民币国际化起到正向推动作用，短期资本加速流入引起人民币国际化增长率变量波动；人民币国际化与汇率预期相互循环强化，加快推进人民币国际化引起汇率预期升值，汇率预期升值又进一步推进人民币国际化；过快推进人民币国际化进程反而会通过其所引起的短期资本波动效应抵消人民币国际化成果，渐进推进人民币国际化促使短期资本由单向冲击转向双向波动；在汇率由低估转向超调(高估)的背景下，汇率升值过快最终加速短期资本流出。

3.预测误差方差分解结果：短期，汇率预期在4个变量中的主要影响因素是人民币国际化程度；中长期，人民币国际化受汇率因素影响较多，汇率与汇率预期、人民币国际化与汇率预期相互影响；虽然四个变量均受来自其他变量的影响，但是其主要影响因素来自于各变量本身。

三、结论与建议

基于对短期资本流动、人民币国际化、汇率与汇率预期四个变量之间互动关系的实证检验，提出以下结论与政策建议：

首先，汇率及汇率预期对人民币国际化和短期资本流动造成影响，汇率水平的低估或高估以及形成的单边升贬值预期均不利于人民币国际化建设与控制短期资本流动规模。因此，要继续推进汇率市场化改革，进而促进汇率回归合理均衡水平，坚持推动参考一篮子货币进行调节的汇率制度，将市场因素引入到汇率决定机制中，扩大汇率浮动区间，增强政策一致性，让市场预期更多回归经济基本面。

其次，短期资本加速流入虽然在即期引起汇率升值，但同时也形成对汇率未来贬值的预期，不利于人民币国际化进程的稳步推进。短期资本流动对国内市场的冲击加剧汇率波动，不利于人民币国际化建设。因此，要加强对短期资本流动规模、流动风险的监控与防范，合理疏通、平滑短期资本流动规模，降低短期资本流动风险，创新对冲工具，注重国内金融市场的健康良性发展，增强应对短期资本大规模输入输出风险的能力。

1.2.1 心理护理:由于绝大多数的病人在术后受自身疾病的影响,出现焦虑、抑郁的心理状态,影响治疗效果,护士应根据不同病人的心理状态,为病人提供有效的心理指导,消除病人不良的心理状态,增加病人对治疗的信心。

由于伊朗中央银行目前被列入受制裁者名单，所有同伊央行进行商业往来的外国银行和金融机构，都存在遭受制裁甚至被列入受制裁者名单的风险。对被列入受制裁者名单的主体，可以通过网上向美国政府申诉，海外资产控制办公室每年在审查后会将上百个主体从名单中除去。因为美国政府认为，制裁的目的“不是为了惩罚，而是为了纠正不正当行为”[9]。

最后，推进人民币国际化形成汇率升值预期，但是过快推进人民币国际化会加剧短期资本波动，这又会抑制人民币国际化进程。因此，在推进人民币国际化过程中，要注意适度管控和疏通短期资本流动，稳步推进人民币国际化。

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